財政分權(quán)和國有企業(yè)生產(chǎn)效率
——基于省級工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析

臺 航 孫 瑞

(北京大學 經(jīng)濟學院，北京 100871)

財貿(mào)研究2017.8

財政分權(quán)和國有企業(yè)生產(chǎn)效率
——基于省級工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析

臺 航 孫 瑞

(北京大學 經(jīng)濟學院，北京 100871)

國有企業(yè)作為我國經(jīng)濟體制的重要組成部分，其生產(chǎn)效率的高低會受到地方財政分權(quán)的顯著影響。理論分析表明，財政分權(quán)程度的提高能夠激勵地方政府更為關(guān)注地方國有企業(yè)的生產(chǎn)狀況。利用索羅殘差法和隨機前沿分析法(SFA)實證分析1999—2014年各地區(qū)規(guī)模以上國有工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)效率，結(jié)果表明，財政分權(quán)程度的提高確實能夠促進國有企業(yè)生產(chǎn)效率的提升。

財政分權(quán)；國有企業(yè)；企業(yè)生產(chǎn)效率

一、引言

對于我國而言，財稅體制改革是市場化經(jīng)濟體制改革的重要內(nèi)容之一，作為處理中央與地方之間經(jīng)濟關(guān)系的制度性框架安排，其在協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化等方面發(fā)揮了重要作用。值得注意的是，財政分權(quán)不僅在宏觀層次上能夠影響不同地區(qū)的經(jīng)濟增長水平，而且還能對經(jīng)濟效率產(chǎn)生重要影響，尤其是微觀層面上的企業(yè)生產(chǎn)效率。

本文將重點關(guān)注財政分權(quán)對國有企業(yè)生產(chǎn)效率的影響，之所以如此主要基于以下考慮：一方面，就我國的經(jīng)濟體制改革而言，國企改革問題是完善社會主義市場經(jīng)濟體制所面臨的重大問題之一。國有企業(yè)生產(chǎn)效率的高低不僅影響著國家在經(jīng)濟各領(lǐng)域的戰(zhàn)略布局，而且還影響著國家對整體經(jīng)濟的控制力和宏觀調(diào)控能力。另一方面，就財稅體制改革而言，科學合理的財政分權(quán)制度安排有助于調(diào)動中央和地方的積極性，確保財稅體制與市場經(jīng)濟體制之間的良性互動。1994年的分稅制改革通過建立與市場經(jīng)濟體制相適應(yīng)的財稅體制安排，為中央與地方之間的相互關(guān)系提供了一個更加規(guī)范科學的制度平臺。而隨著分稅制的逐步完善，圍繞著其對中央和地方政策行為激勵的影響，財政分權(quán)程度的變化對全國以及地方的經(jīng)濟發(fā)展都產(chǎn)生了重要影響。而這種影響不僅體現(xiàn)在經(jīng)濟增長方面，更體現(xiàn)在經(jīng)濟效率方面，尤其是對國企生產(chǎn)效率的影響。研究財政分權(quán)對國有企業(yè)生產(chǎn)效率的影響，不僅有助于從理論上更加全面地認識財政分權(quán)所產(chǎn)生的經(jīng)濟影響，而且還在實踐層面將國有企業(yè)改革與財稅體制改革兩大問題聯(lián)系起來，有助于廓清經(jīng)濟體制改革內(nèi)部的相互作用機制，從而為完善經(jīng)濟體制提供新的思路。因此，研究財政分權(quán)對國有企業(yè)生產(chǎn)效率的影響有著重要的理論意義和實踐意義。

本文的貢獻主要在于：一是在理論上廓清了財政分權(quán)激勵地方政府更為關(guān)注地方國有企業(yè)生產(chǎn)狀況的作用機制，將宏觀的財政體制安排和微觀的企業(yè)行為激勵聯(lián)系起來；二是在實證方面以省級層面的宏觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用多種方法測算省級層面的國企生產(chǎn)效率，并以此為基礎(chǔ)著重探討了財政分權(quán)所產(chǎn)生的影響。

二、文獻回顧

關(guān)于財政分權(quán)的研究，國內(nèi)外多關(guān)注于財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響，而對于財政分權(quán)對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響的分析相對較少。

就財政分權(quán)與經(jīng)濟增長之間關(guān)系而言，在理論分析方面，傳統(tǒng)的財政分權(quán)理論通過分析地方政府間財政競爭機制的作用，強調(diào)地方財政自主性權(quán)力對優(yōu)化資源配置和提高地方公共品的供給水平的重要作用(Tiebout，1956；Musgrave，1959；Oates，1972)。而新一代的財政聯(lián)邦主義理論則認為財政分權(quán)可以通過政治制度安排來影響地方企業(yè)的經(jīng)濟行為并提高經(jīng)濟效率(McKinnon，1997；Qian et al.，1998；Weingast，2009 ；謝貞發(fā) 等，2015)。兩代財政聯(lián)邦主義理論均強調(diào)財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的積極作用：財政分權(quán)可以通過匹配地方居民的異質(zhì)性偏好、促進地方政府之間的競爭、激勵地方進行制度和技術(shù)創(chuàng)新以及提高公共管理效率等方式來促進經(jīng)濟增長(周業(yè)安 等，2008)。然而，財政分權(quán)也可能會因為公共品投資的外溢性和規(guī)模經(jīng)濟問題而導致公平品提供效率降低和區(qū)域不平等程度加大等問題，進而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響(王文劍 等，2007)。而在實證分析方面，關(guān)于財政分權(quán)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系比較模糊：部分研究表明財政分權(quán)能夠?qū)Σ煌貐^(qū)的經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的積極影響(Ma，1997；Lin et al.，2000；Akai et al.，2002)；然而也有部分研究表明財政分權(quán)與經(jīng)濟增長之間呈負相關(guān)關(guān)系或者關(guān)系不明確(Zhang et al.，1998；Davoodi et al.，1998；Xie et al.，1999；張晏 等，2004)。盡管在理論和實證方面財政分權(quán)和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系并不明確，不可否認的是財政分權(quán)確實能夠影響地方政府和企業(yè)的行為，從而影響公共管理效率和企業(yè)生產(chǎn)效率。

但是，財政分權(quán)能夠?qū)衅髽I(yè)的生產(chǎn)效率能夠產(chǎn)生怎樣的影響？關(guān)于這一問題，Qian et al.(1996，1998)通過理論分析指出，財政分權(quán)和地區(qū)之間的競爭能夠硬化地方國有企業(yè)的預(yù)算約束并提高企業(yè)效率，因為與救助虧損的國企相比，地方政府更加偏好于將預(yù)算資源分配到基礎(chǔ)設(shè)施投資領(lǐng)域。然而，在實證分析方面，關(guān)于財政分權(quán)對企業(yè)尤其是國有企業(yè)的生產(chǎn)效率的影響的研究卻相對較少(謝喬昕 等，2016)。在經(jīng)濟效率分析方面，趙文哲(2008)探討了財政分權(quán)對地區(qū)技術(shù)進步的影響，利用隨機前沿分析法(SFA)來測算我國省級層面的前沿技術(shù)進步和技術(shù)效率，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，從財政收入角度衡量的財政分權(quán)指標能夠顯著促進前沿技術(shù)進步，而對技術(shù)效率的影響則顯著為負；從財政支出角度衡量的財政分權(quán)指標與前沿技術(shù)進步和技術(shù)效率之間的關(guān)系并不顯著。此外，關(guān)于財政分權(quán)對不同所有制企業(yè)發(fā)展的影響，司政等(2010)研究了1994年分稅制改革以來財政分權(quán)對非國有制經(jīng)濟發(fā)展的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)與非國有制經(jīng)濟發(fā)展之間呈現(xiàn)出倒U型關(guān)系；而許罡等(2012)在研究財政分權(quán)和企業(yè)尋租對地方政府補助的影響時發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)程度越高的地區(qū)，政府對國有企業(yè)的補助越多，而對非國有企業(yè)的補助則越少。

雖然Qian et al.(1996，1998)等從理論上指出財政分權(quán)有助于解決國有企業(yè)的預(yù)算軟約束問題進而提高企業(yè)效率，但是在實證方面對于財政分權(quán)與國企生產(chǎn)效率之間的關(guān)系仍缺乏系統(tǒng)的研究。此外，趙文哲(2008)的研究雖然探討了財政分權(quán)對地區(qū)整體技術(shù)進步的影響，但是并未表明財政分權(quán)與微觀企業(yè)的生產(chǎn)效率之間是否存在明確的相關(guān)關(guān)系；許罡等(2012)的研究則表明財政分權(quán)的提高可能不利于國企生產(chǎn)效率的提高。因此，關(guān)于財政分權(quán)與國企生產(chǎn)效率之間的關(guān)系還需要深入的分析和探討。

三、理論分析

一般而言，財政分權(quán)在賦予地方政府更多的財政資金支配空間、更多的自主權(quán)力以承擔相應(yīng)的經(jīng)濟管理和經(jīng)濟發(fā)展職能的同時，也促使地方政府更為關(guān)注本地區(qū)的公共品供給效率和經(jīng)濟發(fā)展效益。相對于依賴中央政府轉(zhuǎn)移支付的財政收入模式而言，分權(quán)程度較高的地方政府，其發(fā)展經(jīng)濟的激勵更強。而國有企業(yè)作為國民經(jīng)濟發(fā)展的命脈，往往關(guān)乎地方的經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定。因此，財政分權(quán)程度較高的地方政府往往會更為關(guān)注國企的經(jīng)營績效。值得注意的是，財政分權(quán)之所以能夠影響國企的經(jīng)營績效，關(guān)鍵的影響機制在于：財政分權(quán)程度的提高能夠硬化地方政府的預(yù)算約束，從而提高了地方政府對國企經(jīng)營狀況的關(guān)注程度。具體的影響機制為：財政分權(quán)→硬化地方政府預(yù)算約束→重視國企經(jīng)營績效。因此，本文主要分以下兩個邏輯環(huán)節(jié)進行論證：

第一，財政分權(quán)程度的提高能否硬化地方政府的預(yù)算約束呢？為此，需要衡量地方政府的預(yù)算約束程度。然而，通過梳理文獻，可以發(fā)現(xiàn)，已有研究關(guān)于地方政府預(yù)算約束的理論分析較多，實證分析相對較少。由于地方政府的預(yù)算約束程度衡量了本級政府的財政支出在多大程度上受制于本級的財政收入，因此可以通過觀察地方政府在自有財力的約束下本級財政支出的超支規(guī)模來反映其預(yù)算約束的力度。為此，本文借鑒汪沖(2014)的做法，采用地方本級支出水平偏離自有財力的程度來代表預(yù)算約束程度。具體的計算公式為：

(1)

在式(1)中，自有財力是指地方不含轉(zhuǎn)移支付的總的稅收和非稅收入決算數(shù)之和。預(yù)算約束指數(shù)值越大，說明地方地方政府的財政支出偏離自有財力的程度也就越大，相應(yīng)的預(yù)算約束程度也就越低；相反，偏離程度越小的地方政府其預(yù)算約束程度也就越高。當然，利用該指標在衡量地方政府的預(yù)算約束程度時還存在一定的不足，即該指標重點關(guān)注了地方政府的財政支出對自有財力的依賴程度，而由依賴程度來判斷其預(yù)算約束程度可能還需要考慮轉(zhuǎn)移支付的潛在影響*本文就地方政府對轉(zhuǎn)移支付的依賴程度與預(yù)算約束程度之間的關(guān)系進行了實證考察。其中，本文使用中央補助收入占地方財政支出總額的比重來衡量地方政府對中央轉(zhuǎn)移支付的依賴程度；另外，仍使用汪沖(2014)的做法來衡量預(yù)算約束程度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，地方政府對中央轉(zhuǎn)移支付的依賴程度越高，其預(yù)算約束程度越弱。由此可見，使用汪沖(2014)的做法來衡量地方政府的預(yù)算約束程度能夠在一定程度上反映地方政府對中央轉(zhuǎn)移支付的依賴程度。由此可見，使用該指標來衡量地方政府的預(yù)算約束程度具有一定的合理性。在此感謝匿名審稿人提出的寶貴修改意見。。然而，考慮到目前仍缺乏更為合理的指標來衡量政府的預(yù)算約束程度，因此本文仍使用地方政府本級財政支出偏離自有財力的程度來衡量。

此外，本文還利用財政分權(quán)指標分別計算了財政支出角度和財政收入角度的分權(quán)指標。在此基礎(chǔ)上，本文計算了省級層面的預(yù)算約束指數(shù)和財政分權(quán)指標，并以2014年為例來觀察財政分權(quán)與政府預(yù)算約束之間的相關(guān)關(guān)系，具體如圖1所示。

圖1 2014年財政分權(quán)與政府預(yù)算約束程度之間的相關(guān)關(guān)系

圖1表明，對于2014年的省級地方政府而言*本文還驗證了1999—2013年省級地方政府的財政分權(quán)與預(yù)算約束程度之間的關(guān)系，結(jié)果與2014年的情況一致，即兩者之間呈負相關(guān)關(guān)系。，無論是財政支出分權(quán)指標還是財政收入分權(quán)指標，財政分權(quán)程度與預(yù)算約束指數(shù)值之間都存在負相關(guān)關(guān)系。這表明地方政府的財政分權(quán)程度越高，其財政支出偏離自有財力的程度也就越低，因而預(yù)算約束程度也就越高。由此可見，財政分權(quán)程度的提高硬化了地方政府的預(yù)算約束。

第二，對于分權(quán)程度較高的地方政府而言，其財政預(yù)算約束程度也就越大，那么這將如何影響國有企業(yè)的經(jīng)營績效？本文從財政收入和財政支出兩個角度來分析財政分權(quán)程度提高和預(yù)算約束硬化對國企生產(chǎn)效率的影響。

從財政收入的角度來看，國有企業(yè)的生產(chǎn)效率影響著地方政府的財政收入狀況。由于國有企業(yè)往往控制著國民經(jīng)濟的關(guān)鍵行業(yè)(以重工業(yè)為主)，并且經(jīng)營規(guī)模相對于其他非國有企業(yè)而言比較大，因此，其稅收收入和經(jīng)營利潤是地方政府財政收入的重要來源之一。由此可見，國有企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營狀況會對地方政府(尤其是省級以下的政府層級)的財力大小和施政空間產(chǎn)生深刻影響。以增值稅和所得稅為例，作為地方財政收入的主要來源，2014年這兩項稅收之和在地方本級收入中的比重為24.49%，高于營業(yè)稅比重(23.34%)；而地方國有控股企業(yè)所繳納的兩項稅額在地方全部規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)中所占的比重也非常高，具體如圖2所示。

圖2 2014年各地區(qū)國有控股企業(yè)所繳納的增值稅和所得稅占比

可以發(fā)現(xiàn)，就增值稅和企業(yè)所得稅而言，在多數(shù)省份里，國有企業(yè)的稅收貢獻度都超過了30%，由此可見地方國有企業(yè)的稅收繳納狀況著實影響著地方政府的財政收入。因此，分權(quán)化的地方政府在事權(quán)相對擴大的同時，預(yù)算約束也有所趨緊，由此更產(chǎn)生了增加政府財政收入的積極性和緊迫感，從而促使其采取有效措施以激勵國有企業(yè)改進生產(chǎn)技術(shù)和改善管理措施來提升生產(chǎn)效率，以提高其納稅水平。

而從財政支出的角度來看，地方政府出于對經(jīng)濟效益的追求，存在著減少對國有企業(yè)財政補貼的動機，并促使政府對財政支出進行合理配置。在分稅制改革的過程中，運營效率較高的國有企業(yè)一般被劃為中央企業(yè)，其經(jīng)營利潤往往歸中央政府所有；而歸屬于地方政府的國有企業(yè)其生產(chǎn)效率一般低于中央企業(yè)。就地方政府而言，國有經(jīng)濟占據(jù)著重要地位。以2014年為例，國有控股企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入和利潤總額在規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)中所占的比重如圖3所示。

圖3表明，就工業(yè)企業(yè)而言，地方國有企業(yè)在地方經(jīng)濟發(fā)展中的地位非常重要，因此，地方政府有著較強的激勵來推動地方國有企業(yè)的發(fā)展。然而，國有企業(yè)由于政策約束和公司治理等問題而存在著經(jīng)營效率較低的問題。因此，為了扶持地方國企的發(fā)展，地方政府往往會加大對其的財政支持力度。值得注意的是，政府補貼雖然是初期支持企業(yè)發(fā)展的一種有力措施，但在長期內(nèi)會產(chǎn)生生產(chǎn)效率低下、資源浪費等問題，并且有可能會使企業(yè)對政府補貼產(chǎn)生依賴性，因而不利于企業(yè)的長久發(fā)展。而當財政分權(quán)程度提高時，地方政府的預(yù)算約束程度也有所提高。因此，出于節(jié)省財政開支、提高政府支出效率的目的，地方政府有減少對國有企業(yè)的經(jīng)營補貼等支出的動機，因而會著力推動國企改革來提高其運營效率；相應(yīng)地，國有企業(yè)為了維持自身的生存和發(fā)展，也不得不改進生產(chǎn)技術(shù)和提高管理水平，不斷提升自身的生產(chǎn)效率，以減少對財政補貼的依賴性。

圖3 2014年各地區(qū)國有控股企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入和利潤總額占比

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》(2015)的數(shù)據(jù)測算而來。其中，西藏自治區(qū)由于規(guī)模以上國有企業(yè)出現(xiàn)虧損，因此沒有展示其利潤總額占比。

綜合財政收支兩個方面，財政分權(quán)度的提高會激勵地方政府更為關(guān)注國有企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營狀況，因此強化了國有企業(yè)改善自身生產(chǎn)經(jīng)營狀況的外在壓力，進而提高其生產(chǎn)效率。

四、國有企業(yè)生產(chǎn)效率的測算

國有企業(yè)的生產(chǎn)效率作為本文關(guān)注的核心變量，其測算方法的合理性和準確性影響著實證分析結(jié)果。因此，選取合理有效的方法來測算國有企業(yè)的生產(chǎn)效率十分關(guān)鍵。

企業(yè)的生產(chǎn)效率衡量了其實際產(chǎn)出與生產(chǎn)可能性邊界之間的距離。如果企業(yè)距離生產(chǎn)可能性邊界越近，說明企業(yè)在目前要素投入的基礎(chǔ)上實現(xiàn)最大產(chǎn)出的可能性越大。企業(yè)的生產(chǎn)效率越高，表明企業(yè)對資源的綜合利用水平也就越高，因此對企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的測算也是分析企業(yè)生產(chǎn)效率高低的重要途徑。目前，學術(shù)界測量企業(yè)生產(chǎn)效率的方法主要有：一是參數(shù)法，即通過設(shè)定具體的生產(chǎn)函數(shù)并進行回歸估計來測算效率殘差，主要包括索羅殘差法和隨機前沿分析法(SFA)等。二是非參數(shù)法，即不需要設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)形式，而是通過線性規(guī)劃或凸規(guī)劃等方法來測算生產(chǎn)效率，主要包括數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)和指數(shù)法兩種。三是半?yún)?shù)法，即將參數(shù)估計和非參數(shù)估計結(jié)合起來的Olley-Pakes方法和Levinsohn-Petrin方法，適用于對微觀層面企業(yè)數(shù)據(jù)進行效率分析(孔東民 等，2014)。由于本文所使用的數(shù)據(jù)主要來自于省級層面，因此兩種常用的半?yún)?shù)方法并不適用。而對于非參數(shù)方法而言，由于其測算原理缺少相關(guān)經(jīng)濟理論的支撐，并且測算結(jié)果對于異常值和測量誤差較為敏感，因此本文也沒有采用。本文主要采用索羅殘差法和SFA法進行效率估計。

(一)索羅殘差法

本文首先利用索羅殘差法來測算國有企業(yè)的TFP，并以此來衡量企業(yè)的生產(chǎn)效率。根據(jù)已有文獻的普遍做法，假定企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)具有Cobb-Douglas形式(C-D生產(chǎn)函數(shù))，即：

(2)

其中，Yit表示i省企業(yè)在t時期的凈產(chǎn)出，Kit和Lit分別表示資本投入和勞動投入，α和β分別表示資本投入和勞動投入的產(chǎn)出彈性，Ait表示全要素生產(chǎn)率。盡管有文獻常使用形式更為靈活的超越對數(shù)函數(shù)來表示生產(chǎn)函數(shù)，但是正如魯曉東等(2012)所指出的那樣，在實際應(yīng)用中超越對數(shù)函數(shù)可能并不如C-D函數(shù)更為有效。因此，本文將使用C-D生產(chǎn)函數(shù)來進行索羅殘差分析和SFA分析。對式(1)兩邊取對數(shù)可得：

ln Yit=ait+αln Kit+βln Lit

(3)

由于本文估算的是宏觀層面的生產(chǎn)率，因此直接對式(3)進行最小二乘回歸即可估計出TFP(李曉萍 等，2015)。然而，由于本文使用的是面板數(shù)據(jù)，因此借鑒了魯曉東等(2012)的做法，同時使用固定效應(yīng)回歸(FE)進行估計，并引入時間固定效應(yīng)。本文進行OLS和FE效率估計的基本模型為：

(4)

其中，yrt表示時間虛擬變量，εit表示隨機誤差項。因此，省級層面國有企業(yè)的TFP通過下式來測算：

TFPit=ln Yit-αln Kit-βln Lit

(5)

(二)隨機前沿分析法(SFA)

除了索羅殘差法以外，由于隨機前沿分析法在異常值識別和隨機誤差項處理方面更具有優(yōu)勢，因此本文還使用適用于面板數(shù)據(jù)的SFA法來估算國有企業(yè)的生產(chǎn)效率。隨機前沿分析模型是在估算生產(chǎn)前沿函數(shù)的基礎(chǔ)上，將偏離生產(chǎn)前沿的觀測現(xiàn)象歸為技術(shù)無效率，并將外部隨機性因素的影響如非預(yù)期的擾動等充分考慮進來(Green，2008)。一般而言，針對面板數(shù)據(jù)的隨機前沿分析模型如下所示：

(6)

εit=vit-uit

(7)

TEit=Eexp(-uit)eit結(jié)合式(3)、(5)和(6)，SFA法估算的基本模型為：

但是，在實際應(yīng)用SFA的面板數(shù)據(jù)分析法時有以下問題需要注意：

一是效率測算的準確性問題。由于市場化改革和國企改革等相關(guān)政策的實施，國企的生產(chǎn)效率也會隨著時間發(fā)生變化，因此，應(yīng)當采取時變模型來測算生產(chǎn)效率。然而，根據(jù)Belotti et al.(2012)的分析，Pitt et al. (1981)、Kumbhakar (1990)、Battese et al.(1992)等提出的時變隨機前沿模型在分析時都假定生產(chǎn)函數(shù)中的截距項不具有個體差異，如果存在不可觀測的非時變因素影響產(chǎn)出，那么該假定則會造成誤設(shè)偏差。鑒于該問題會影響到分析結(jié)果的準確性，本文借鑒Green(2005)提出的“真實”固定效應(yīng)模型(TFE)來進行分析。該模型既可以有效解決效率測算的時變性和個體差異性問題，又可以克服待估參數(shù)過多和參數(shù)偶發(fā)性等問題(Green，2005)。

二是技術(shù)無效率項的分布假設(shè)問題。在面板數(shù)據(jù)分析中，無效率項的概率分布主要包括半正態(tài)分布、截斷正態(tài)分布和指數(shù)分布。在不同分布假設(shè)下所測算的效率可能會存在差異，為此，本文使用似然比檢驗法(Likelihood-ratio test)來確定最終適用的分布假設(shè)。

三是技術(shù)無效率項(uit)和誤差項(vit)的異質(zhì)性或異方差性問題。由于生產(chǎn)效率的高低會受到企業(yè)研發(fā)能力和外部技術(shù)擴散等因素的影響，因此uit的分布參數(shù)可能會存在異質(zhì)性問題，或者uit和vit存在異方差問題。而Kumbhakar et al.(2000)則指出這些問題會導致SFA法的效率估計有偏。因此，本文除了進行基本分析之外，還考慮了uit和vit可能存在的異質(zhì)性和異方差性，即：

(8)

(9)

其中，zit和hit分別表示影響uit和vit方差的變量。本文假設(shè)兩者的影響因素都一樣，即包括研發(fā)能力和技術(shù)擴散。鑒于無法獲取國企的研發(fā)數(shù)據(jù)和技術(shù)擴散度量指標，本文分別使用各省份的研發(fā)支出占比(R&D經(jīng)費內(nèi)部支出/GDP)和對外開放程度(進出口總額/GDP)來分別衡量技術(shù)研發(fā)水平和技術(shù)擴散的影響。

(三)效率測算結(jié)果

根據(jù)數(shù)據(jù)的一致性，本文選取主營業(yè)務(wù)收入代表產(chǎn)出*已有文獻的普遍做法是選擇工業(yè)增加值作為產(chǎn)出的代表(劉小玄 等，2008；簡澤，2011；魯曉東 等，2012；孔東民 等，2014)，然而由于2008年以后國家不再公布工業(yè)增加值數(shù)據(jù)，所以本文借鑒聶輝華等(2011)的做法，采用銷售額及主營業(yè)務(wù)收入來代表產(chǎn)出。，并借鑒簡澤(2011)、孫早等(2011)、孔東民等(2014)的做法，選擇全部從業(yè)人員年平均人數(shù)*河北、內(nèi)蒙古、吉林、安徽、福建、貴州和寧夏缺少國有企業(yè)2012年的平均從業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)，本文根據(jù)前后兩年的均值進行補充。和經(jīng)過固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)調(diào)整的固定資產(chǎn)凈值來分別代表勞動投入和資本投入。利用SFA法進行效率估計時，根據(jù)無效率項和誤差項是否存在異方差問題而分兩種情況估計。而對于無效率項的分布選擇問題，本文首先在3種分布假定(指數(shù)分布、半正態(tài)分布、截斷正態(tài)分布)下分別進行估計，然后進行似然比檢驗(Likelihood-ratio test)以確定最適用的分布。具體的檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 關(guān)于技術(shù)無效率項分布選擇的似然比檢驗

注：hn模型、tn模型和e模型分別表示在技術(shù)無效率項的分布假定為半正態(tài)分布、截斷正態(tài)分布和指數(shù)分布的情況下對模型進行的隨機前沿估計;***表示1%顯著性水平。

當不考慮異方差時：檢驗(1)的似然比檢驗結(jié)果拒絕了原假設(shè)，表明半正態(tài)分布模型優(yōu)于指數(shù)分布模型；檢驗(2)的結(jié)果則表明半正態(tài)分布模型也優(yōu)于截斷正態(tài)分布模型；檢驗(3)的結(jié)果表明指數(shù)分布模型優(yōu)于截斷正態(tài)分布模型。綜合三個檢驗結(jié)果：半正態(tài)分布的模型為最優(yōu)，次優(yōu)為指數(shù)分布模型，最后為截斷正態(tài)分布。因此，模型更為適用技術(shù)無效率項為半正態(tài)分布的假定。同理，當考慮異方差時，似然比檢驗結(jié)果拒絕了技術(shù)無效率項分布為截斷正態(tài)分布和指數(shù)分布假定。由此可見，無論是否考慮異方差，模型都應(yīng)當適用半正態(tài)分布假設(shè)。

利用各種方法來估計TFP的結(jié)果如表2所示。

表2 OLS法、FE法和SFA法的效率估計結(jié)果

注：括號內(nèi)為標準差，***表示1%顯著性水平。SFA1表示不考慮異方差性的SFA估計，而SFA2表示考慮了異方差性。

關(guān)于國有企業(yè)的資本估計系數(shù)和勞動估計系數(shù)，本文的OLS估計結(jié)果與魯曉東等(2012)利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)所估計的結(jié)果相近*魯曉東等(2012)關(guān)于國有企業(yè)的資本估計系數(shù)和勞動估計系數(shù)的OLS估計結(jié)果分別為0.411和0.555，F(xiàn)E估計結(jié)果分別為0.415和0.504；其使用Olley-Pakes法來估計國有企業(yè)的生產(chǎn)效率時，資本估計系數(shù)和勞動估計系數(shù)分別為0.384和0.455。；而SFA法估計的資本產(chǎn)出彈性明顯高于另外兩種方法。本文用FE方法測算的資本估計系數(shù)偏低，可能存在低估資本投入作用的問題；而SFA方法測算的資本估計系數(shù)過高，則可能存在高估資本貢獻的問題。但是，就整體而言，隨著國企改革的不斷推進，目前我國的國有企業(yè)大部分都屬于資本密集型行業(yè)，因此其資本產(chǎn)出彈性可能較高，而勞動產(chǎn)出彈性相對較低。所以過高的資本產(chǎn)出彈性不一定違背了經(jīng)濟現(xiàn)實。各種方法的效率分析結(jié)果之間存在相關(guān)性，具體如表3所示。

表3 各種方法測算的國有企業(yè)效率分析結(jié)果的相關(guān)性

表3表明各種方法測算的效率值之間具有較高的相關(guān)性。其中，OLS法和FE法測算的效率值之間高度相關(guān)(相關(guān)系數(shù)0.9257)；而SFA法的效率值與其他方法之間相關(guān)性相對較低，但是并不影響對國企生產(chǎn)效率的分析。此外，索羅殘差法和SFA法各自在樣本分布上具有很強的一致性，如圖3所示。

圖4 索羅殘差法和SFA法的核密度分布圖

圖4表明，就索羅殘差法和SFA法的各自內(nèi)部而言，雖然使用不同的方法(索羅殘差法中的OLS法和FE法，以及SFA法中的兩種情況)進行效率測算，但是在樣本分布上不存在系統(tǒng)性差異；而兩種方法之間在樣本分布上具有一定的相似性。 各種方法效率分析結(jié)果的統(tǒng)計特征如表4所示。

表4 各種方法所測算的效率的描述性統(tǒng)計

五、實證分析

(一)計量模型與實證方法

本文將使用我國1999—2014年的省級面板數(shù)據(jù)來進行實證分析，其中各地區(qū)的財政分權(quán)度為主要解釋變量，國有企業(yè)的生產(chǎn)效率為被解釋變量，并引入其他控制變量來進行分析。計量模型設(shè)定如下：

Effit=c+β1·fdit+β2·Xit+μi+τt+εit

(10)

其中：下標i表示省份，t表示年份，c為常數(shù)項，μi表示不隨時間變化的個體特定效應(yīng)，τt表示僅隨時間變化的時間效應(yīng)，εit表示與解釋變量無關(guān)的隨即擾動項。Effit代表國有企業(yè)的生產(chǎn)效率，fdit表示衡量財政分權(quán)程度的指標，Xit表示其他控制變量，β1和β2分別表示相應(yīng)的回歸系數(shù)。

模型(10)采取面板數(shù)據(jù)回歸方法進行實證分析。為了提高分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將在基礎(chǔ)回歸的基礎(chǔ)上，充分考慮面板數(shù)據(jù)所可能存在的自相關(guān)問題和異方差性問題，通過穩(wěn)健性檢驗來對回歸結(jié)果進行修正。具體的實證模型包括固定效應(yīng)模型(FE)或隨機效應(yīng)模型(RE)，并利用Hausman檢驗來確定適用模型；解決組間異方差、組間同期相關(guān)或組內(nèi)自相關(guān)的可行廣義最小二乘模型(XTGLS)；綜合考慮異方差和序列相關(guān)因素的固定效應(yīng)模型(XTSCC)。由于本文所使用的數(shù)據(jù)包含了16期、31個截面，可能存在異方差性和自相關(guān)性等問題，因此需要使用XTGLS模型和XTSCC模型來對基本回歸結(jié)果進行修正。

(二)指標構(gòu)建和變量選取

其中，gdpi和gdpN分別表示第i省和全國的GDP，i=1,2,…,N。

1999—2014年各省份的財政分權(quán)情況以及與經(jīng)濟發(fā)展水平(用人均GDP衡量)之間的關(guān)系如圖5所示?？梢钥闯?，財政分權(quán)程度與經(jīng)濟發(fā)展水平之間呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)其財政分權(quán)度也就越高。此外，財政分權(quán)度也存在著明顯的地區(qū)差異：廣東、江蘇、山東、上海等東部沿海地區(qū)財政分權(quán)度較高，而甘肅、寧夏、青海、西藏等西部地區(qū)的財政分權(quán)度較低。

圖5 財政分權(quán)與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關(guān)系

然而，值得注意的是，財政支出分權(quán)與財政收入分權(quán)之間存在著一定的差異。這是由于1994年以來隨著分稅制改革的逐步推進，中央與地方政府之間關(guān)于財權(quán)和事權(quán)的安排并不一致，即存在著“財權(quán)上移、事權(quán)下放”的問題。因此，當分別從支出方面和收入方面來衡量財政分權(quán)程度時，存在著支出指標衡量的分權(quán)高估分權(quán)程度、而收入指標衡量的分權(quán)低估分權(quán)程度的問題。所以，在下文的回歸分析中，兩者的估計結(jié)果會存在差異，需要在綜合考慮兩種情形的基礎(chǔ)上來得出結(jié)論。

對于影響國企生產(chǎn)效率的其他因素而言，根據(jù)已有文獻的普遍做法，本文選取以下控制變量：(1)經(jīng)濟發(fā)展水平，用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示，反映經(jīng)濟發(fā)展階段對國企生產(chǎn)效率的影響；(2)研發(fā)水平，用R&D內(nèi)部經(jīng)費支出占GDP的比重表示，反映研發(fā)能力對國企生產(chǎn)效率的影響；(3)工業(yè)化程度，用工業(yè)增加值占GDP的比重表示，反映工業(yè)化程度對國企生產(chǎn)效率的影響；(4)對外開放程度，用進出口貿(mào)易總額占GDP的比重表示，反映技術(shù)擴散對國企生產(chǎn)效率的影響；(5)國有企業(yè)占比，用規(guī)模以上國有及國有控股企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入占規(guī)模以上全部企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的比重表示，反映工業(yè)企業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)對國企生產(chǎn)效率的影響；(6)人均公路里程，反映基礎(chǔ)設(shè)施狀況對國企生產(chǎn)效率的影響。

變量的描述性統(tǒng)計如表5所示。

表5 描述性統(tǒng)計結(jié)果

本文分析的時間范圍為1999—2014年，所使用的數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及“中經(jīng)網(wǎng)”數(shù)據(jù)庫等。

(三)實證分析結(jié)果

為了使實證分析的結(jié)果更加直觀，以財政支出分權(quán)指標為例，來觀察財政分權(quán)與各種方法測算的國企生產(chǎn)效率之間的關(guān)系圖，具體如圖6所示。

圖6 財政支出分權(quán)指標與國企生產(chǎn)效率之間的相關(guān)系

觀察圖6，可以發(fā)現(xiàn)：當從支出角度來衡量財政分權(quán)時，利用各種方法測算的國企生產(chǎn)效率與財政分權(quán)度之間存在著較為顯著的正相關(guān)關(guān)系。

1.基本回歸

根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，隨機效應(yīng)模型均被拒絕，應(yīng)當使用固定效應(yīng)模型進行分析。首先，使用財政支出分權(quán)指標來進行FE回歸，結(jié)果如表6所示。在列(1)—(4)中沒有引入任何控制變量，而列(5)—(8)則引入了控制變量。固定效應(yīng)回歸結(jié)果表明：當從支出角度出發(fā)來衡量財政分權(quán)時，財政分權(quán)能夠?qū)笊a(chǎn)效率產(chǎn)生顯著為正的影響，并且所有模型的R2普遍較高，其中當使用OLS法和FE法測算效率值時，R2則在0.98左右，這說明回歸模型具有較高的解釋力度。

其次，使用財政收入分權(quán)指標的FE回歸結(jié)果如表7所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，當從財政收入角度來衡量財政分權(quán)時，無論是否包含控制變量，財政分權(quán)的系數(shù)都顯著為正。同財政支出分權(quán)指標的情形一樣，所有模型的R2都比較高。因此，綜合考慮財政收支兩個角度的分權(quán)指標，實證分析結(jié)果有效地支持了本文的理論結(jié)論。

對于其他控制變量而言，經(jīng)濟發(fā)展水平、研發(fā)支出占比和貿(mào)易開放度的系數(shù)符號并不明確：經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)的系數(shù)均為負，而在財政支出分權(quán)的模型中顯著性并不高。由此可見，經(jīng)濟發(fā)展水平的高低并不影響國企的生產(chǎn)效率。研發(fā)支出占比(rdrate)的系數(shù)符號也不明確，并且都不顯著。貿(mào)易開放度(open)的系數(shù)符號有正有負，并且整體的顯著程度并不高(財政支出分權(quán)的模型列(7)、(8)顯著性較高)。根據(jù)理論分析，研發(fā)強度和對外開放程度的提高應(yīng)當有利于促進國企生產(chǎn)效率的提高，但經(jīng)濟發(fā)展水平與國企生產(chǎn)效率之間并不存在明確的關(guān)系。但是在進行實證分析時，由于三者之間存在較高的共線性關(guān)系而導致研發(fā)支出占比和貿(mào)易開放度的回歸系數(shù)出現(xiàn)偏差*經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)與研發(fā)支出占比(rdrate)和貿(mào)易開放度(open)之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.6429和0.5369，與財政支出分權(quán)指標之間的相關(guān)性也高達0.6383；而研發(fā)支出占比與貿(mào)易開放度之間的相關(guān)系數(shù)為0.6690。。工業(yè)化進程(secind)的系數(shù)則均顯著為正，這表明工業(yè)化水平的提高在整體上有利于國企生產(chǎn)效率的提高。此外，國有企業(yè)占比(soerate)的系數(shù)符號均為正，這表明國企規(guī)模的擴大可能會產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)，從而導致生產(chǎn)效率的提高。而人均公路里程(proad)的系數(shù)卻顯著為負，這表明基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高并未顯著提高國企生產(chǎn)效率。

表6 FE模型的回歸結(jié)果(財政支出分權(quán)指標)

注：括號內(nèi)為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。

表7 FE模型的回歸結(jié)果(財政收入分權(quán)指標)

注：括號內(nèi)為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。

基本的固定效應(yīng)回歸結(jié)果表明較高的財政分權(quán)水平確實有利于國企生產(chǎn)效率的提高。但是，正如前文所述模型可能存在異方差問題或自相關(guān)問題。因此，為了準確考察財政分權(quán)對國企生產(chǎn)效率的影響，需要進行相關(guān)檢驗，并根據(jù)檢驗結(jié)果對基本回歸結(jié)論進行修正。

2. 穩(wěn)健性分析

組間異方差檢驗(修正Wald檢驗)和組內(nèi)自相關(guān)檢驗(Wooldridge檢驗)結(jié)果表明，模型存在組間異方差問題和組內(nèi)自相關(guān)問題，而組間自相關(guān)問題并不嚴重。因此，需要修正組間異方差和組內(nèi)自相關(guān)問題。本文采取了兩種處理方式：一是可行廣義最小二乘(XTGLS)，可以解決上述問題；二是計算Driscoll -Kraay標準誤的固定效應(yīng)模型(XTSCC)，也可以綜合處理異方差和自相關(guān)問題。

首先，本文使用XTGLS模型來修正基本回歸結(jié)果。由于存在組內(nèi)自相關(guān)，因此需要對各個截面單位的組內(nèi)自相關(guān)系數(shù)(ρi，其中i=1,2,…,31)是否相同進行假設(shè)。對于本文所使用的數(shù)據(jù)而言，由于時期數(shù)(16)小于截面?zhèn)€數(shù)(31)，如果假設(shè)ρi各不相同可能會因時間維度T較少而無法有效估計每個ρi值，因此本文假設(shè)各截面自相關(guān)系數(shù)相同，即ρi=ρ。XTGLS回歸結(jié)果如表8所示。

表8 XTGLS模型的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。為了節(jié)省篇幅，不再報告控制變量的估計結(jié)果。

列(1)—(4)是使用支出指標來衡量財政分權(quán)，而列(5)—(8)則是使用收入指標來衡量財政分權(quán)。在修正組間異方差問題和組內(nèi)自相關(guān)問題之后，分析結(jié)果與固定效應(yīng)回歸結(jié)果基本一致，即財政支出分權(quán)指標能夠?qū)笊a(chǎn)效率產(chǎn)生顯著為正的影響；而財政收入分權(quán)指標與國企生產(chǎn)效率之間也存在著正相關(guān)關(guān)系，盡管在列(7)中并不顯著。

其次，使用XTSCC模型來解決異方差性和自相關(guān)性問題。XTSCC模型是在假設(shè)誤差結(jié)構(gòu)存在異方差性和自相關(guān)性等問題的基礎(chǔ)上進行回歸，只是利用非參數(shù)的方法來修正誤差矩陣，因此也可以進行固定效應(yīng)回歸。如表9所示，XTSCC模型的回歸結(jié)果同樣表明財政分權(quán)與國企生產(chǎn)效率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。此外，同F(xiàn)E模型的回歸結(jié)果一樣，R2都比較高，這表明模型具有較高的解釋力度。

另外，國企經(jīng)營效率和財政收入分權(quán)指標之間可能存在著互為因果的關(guān)系。這是因為對于國企經(jīng)營效率較高的地方而言，相應(yīng)的財政收入也就越高，因而所計算的財政收入分權(quán)指標也就越高。另外，上述回歸分析中還可能存在遺漏變量和測量誤差等問題。所以，回歸結(jié)果還存在著潛在的內(nèi)生性問題。為此，本文采用工具變量法來嘗試解決內(nèi)生性問題。值得注意的是，為財政收入分權(quán)指標尋找合適的工具變量并不容易，為此參考已有文獻的通常做法，選取財政收入分權(quán)指標的一階滯后項作為其工具變量來進行回歸*選取內(nèi)生變量的滯后項作為工具變量是基于兩個方面的原因：一是當期的內(nèi)生變量與滯后期的內(nèi)生變量之間存在著較強的相關(guān)性，符合工具變量的相關(guān)性要求；二是當期的被解釋變量不可能對滯后期的內(nèi)生變量產(chǎn)生反向因果關(guān)系，符合工具變量的外生性要求。由此可見，選取滯后項作為工具變量是有效的。。同時，為了提高分析結(jié)果的穩(wěn)健性和全面性，本文也對財政支出分權(quán)指標使用了同樣的處理方法。具體的回歸結(jié)果如表10所示。

表9 XTSCC固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。為了節(jié)省篇幅，不再報告控制變量的估計結(jié)果。

表10 工具變量法的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。為了節(jié)省篇幅，不再報告控制變量的估計結(jié)果。Uid檢驗為識別不足檢驗，匯報的統(tǒng)計量為Anderson LM統(tǒng)計量；Wid檢驗為弱工具變量檢驗，匯報的統(tǒng)計量為Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量。

觀察表10，可以發(fā)現(xiàn)：Anderson LM統(tǒng)計量和Cragg-Donald F統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果表明模型不存在弱識別問題；此外，由于模型恰好識別，因此不存在過度識別問題?？傮w而言，工具變量是有效的。當使用財政分權(quán)指標(支出指標和收入指標)的滯后變量作為工具變量進行回歸時，結(jié)果仍然保持穩(wěn)定。表10表明，在解決內(nèi)生性問題之后，財政分權(quán)指標對國企生產(chǎn)效率仍然能夠產(chǎn)生顯著為正的影響。

因此，通過綜合上述分析情況，本文發(fā)現(xiàn)，修正了異方差性和自相關(guān)性等問題之后，財政分權(quán)度的提高確實有利于國企生產(chǎn)效率的提升，因此實證結(jié)果驗證了本文理論分析結(jié)論的正確性。

六、主要結(jié)論和啟示

財政分權(quán)作為衡量政府間財政資源分配的重要指標，對地方的經(jīng)濟增長和經(jīng)濟效率能夠產(chǎn)生重要影響。本文從財政收入和支出的角度出發(fā)衡量了地方的財政分權(quán)程度，并利用索羅殘差法和隨機前沿分析等方法對國有企業(yè)生產(chǎn)效率進行了深入的分析和測算。經(jīng)過理論和實證分析，本文發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)不僅能夠影響經(jīng)濟增長，而且還對國企的生產(chǎn)效率產(chǎn)生重要影響。一方面，較高的財政分權(quán)程度可以提高地方的財力自主性，激勵地方政府推動本地經(jīng)濟發(fā)展，從而提升地方的經(jīng)濟發(fā)展水平；另一方面，財政分權(quán)程度的提高強化了地方政府對國有企業(yè)運營狀況的關(guān)注，并激勵地方政府采取相關(guān)政策措施來提高國有企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新的積極性，從而提升其生產(chǎn)效率。其原因在于財政分權(quán)程度的提高強化了地方政府的預(yù)算約束。

本文的研究結(jié)論表明：在社會主義市場經(jīng)濟體制下，對于國有企業(yè)而言，雖然市場競爭可以通過激發(fā)企業(yè)內(nèi)部的研發(fā)動力來促進其生產(chǎn)效率的提高，然而地方政府的財政分權(quán)狀況作為宏觀制度背景也能對其產(chǎn)生重要影響。因此，目前正在逐步推進的國有企業(yè)改革，在某種意義上不僅是著眼于企業(yè)內(nèi)部制度的改革，同時也是市場經(jīng)濟框架下政府行為的改革，即需要同時協(xié)調(diào)政府的財政行為和企業(yè)的經(jīng)濟行為。因此，深入研究宏觀財政體制和微觀企業(yè)效率之間的關(guān)系，對于進一步完善分稅制、推進國企改革以及制定合理的財稅政策是大有裨益的。

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Abstract: As the state-owned enterprises (SOEs) are important parts of China′s economic system, their production efficiency are significantly affected by local fiscal decentralization. Theoretical conclusion shows that the improvement of fiscal decentralization motivates local government to pay more attentions to SOE′s production. This article measures the production efficiency of industrial SOEs above designated size in different provinces from 1999 to 2014 with the method of Solow residual analysis and stochastic frontier analysis (SFA). The empirical results show that the improvement of fiscal decentralization does improve production efficiency of SOEs.

Keywords: fiscal decentralization; state-owned enterprises; production efficiency of enterprise

(責任編輯 劉志煒)

FiscalDecentralizationandProductionEfficiencyofSOEs:EmpiricalAnalysisonProvincialIndustrialEnterpriseData

TAI Hang SUN Rui

(School of Economics, Peking University, Beijing 100871)

F812.2

A

1001-6260(2017)08-0095-16

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.08.010

2017-05-17

臺 航(1989--)，男，山東菏澤人，北京大學經(jīng)濟學院博士生。 孫 瑞(1993--)，女，河南安陽人，北京大學經(jīng)濟學院博士生。